首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 蘆婉

人力資本流動(dòng)是指不同區(qū)域的人力資本之間轉(zhuǎn)移的現(xiàn)象，即人力資本在不同區(qū)域展開的流動(dòng)，流動(dòng)對(duì)象的工作地點(diǎn)發(fā)生變化[1]。在中國(guó)，不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異也推動(dòng)了人力資本的流動(dòng)。同時(shí)，人力資本的流動(dòng)也促進(jìn)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。但就人力資本流出領(lǐng)域而言，不可能依靠現(xiàn)有的理論來(lái)判斷人力資本是否具有雙重功能。本文以北京朝陽(yáng)區(qū)為研究對(duì)象，探討人力資本流動(dòng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，其中人力資本主要考慮人口數(shù)量和人口素質(zhì)兩方面。

1 朝陽(yáng)區(qū)人力資本流動(dòng)現(xiàn)狀與存量測(cè)度

1.1 朝陽(yáng)區(qū)人力資本流動(dòng)現(xiàn)狀

人力資本的流動(dòng)主要包括兩個(gè)方面：人力資本的流入和流出[2]。通過(guò)對(duì)朝陽(yáng)區(qū)近10年人口普查的分析，結(jié)合北京市統(tǒng)計(jì)年鑒的相關(guān)數(shù)據(jù)，可計(jì)算出2009—2018朝陽(yáng)區(qū)年人力資本流入和流出狀況。

1.2 朝陽(yáng)區(qū)人力資本流動(dòng)測(cè)度

在朝陽(yáng)區(qū)人力資本存量測(cè)算過(guò)程中，采用以下計(jì)算方法[3]：

人力資本流入量定義為外國(guó)人力資本凈流入量，即(就業(yè)人數(shù)－當(dāng)?shù)貞艏蜆I(yè)人數(shù))×平均受教育年限；

人力資本外流定義為人力資本凈外流，即(畢業(yè)生人數(shù)－本地就業(yè)的畢業(yè)生人數(shù))×平均教育年限。

2 人力資本流動(dòng)對(duì)朝陽(yáng)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的實(shí)證分析

2.1 模型實(shí)證及檢驗(yàn)

基于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、物質(zhì)資本、人力資本和勞動(dòng)力的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，建立有效的勞動(dòng)模型。通過(guò)對(duì)各要素的分析，探討了國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與投入要素之間的關(guān)系以及各要素在朝陽(yáng)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所扮演的角色。

2.1.1 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文中采用ADF檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)變量的平衡性。若一時(shí)間序列Yt，可以建立回歸式，其中b為常數(shù)為零均值非自相關(guān)隨機(jī)誤差項(xiàng)。當(dāng)對(duì)上式兩邊同時(shí)減去，可得到：

如果式(1)的誤差項(xiàng)是自相關(guān)的，就把式(1)修改為：

2.1.2 協(xié)整檢驗(yàn)分析

由于上述時(shí)間序列的lnagdp和lnafdi是一階整體的，所以我們可以用EG檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。朝陽(yáng)區(qū)人力資本流動(dòng)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整方程如下：

估計(jì)結(jié)果為：

在公式中，系數(shù)下括號(hào)中的值是回歸參數(shù)的t檢驗(yàn)值。模型擬合優(yōu)度較好，達(dá)到0.8084，D.W.值不高，說(shuō)明殘差序列具有自相關(guān)性，存在偽回歸的嫌疑?？紤]加入適當(dāng)?shù)臏箜?xiàng)，得LNAGDP和LNAFDI的分布滯后項(xiàng)方程(5)：

由于相關(guān)性消失，可以初步認(rèn)為回歸方程可以用來(lái)表示兩個(gè)變量之間的長(zhǎng)期平衡關(guān)系。然后對(duì)模型的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

令εt=LINAGDPt+0.056-0.789LNAFDIt，下面檢驗(yàn)殘差項(xiàng)εt是否平穩(wěn)，即εt是否是I(0)序列。

表1 各變量的ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

從ADF檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在5%(-2.972)和10%(-2.625)的顯著水平上，可變殘差序列的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量(-2.989)明顯小于臨界值。估計(jì)殘差序列是一個(gè)平穩(wěn)序列，即εt～I(xiàn)(0)，表明方程所示的協(xié)整關(guān)系是顯著的。根據(jù)格蘭杰表示定理，如果變量是協(xié)整的，它們之間必然存在著平衡聯(lián)系。因此，該方程表明，在樣本區(qū)間內(nèi)，朝陽(yáng)區(qū)人力資本流動(dòng)與GDP值之間存在著長(zhǎng)期的動(dòng)態(tài)平衡關(guān)系。此外，該方程表明，朝陽(yáng)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)人力資本流動(dòng)值的平均彈性為0.789，即從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，朝陽(yáng)區(qū)區(qū)域經(jīng)濟(jì)將隨著人力資本流動(dòng)值的增加而增加0.789%。這表明，在樣本區(qū)間內(nèi)，人力資本流入增加了朝陽(yáng)區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，但人力資本流出量的變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響并不明顯。

2.2 實(shí)證結(jié)果分析

根據(jù)對(duì)上述兩個(gè)回歸方程結(jié)果的分析，方程的R2為0.996，即總偏差平方和99.6%由樣本的回歸線解釋，只有0.4%沒(méi)有解釋。結(jié)果表明，模型的擬合效果很好，方程整體通過(guò)了F檢驗(yàn)和T檢驗(yàn)，表明模型具有很好的擬合度，回歸方程具有很高的顯著性，表明方程具有自變異性。數(shù)量對(duì)因變量有很強(qiáng)的解釋力。此外，回歸方程通過(guò)了DW值檢驗(yàn)，表明回歸方程中的自變量沒(méi)有關(guān)聯(lián)。

也就是說(shuō)，朝陽(yáng)區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要是由物質(zhì)資本的投入帶動(dòng)的。勞動(dòng)力數(shù)量仍然是影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要比例。朝陽(yáng)區(qū)人力資本水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率仍有待提高，人力資本在推動(dòng)朝陽(yáng)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中還有待提高其比重。

3 人力資本流動(dòng)對(duì)朝陽(yáng)區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響及發(fā)展對(duì)策

3.1 人力資本流動(dòng)對(duì)朝陽(yáng)區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響

3.1.1 地區(qū)教育水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響

就區(qū)域教育水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)而言，模型分析的實(shí)證結(jié)果比人力資本模型更為可靠，說(shuō)明教育水平在一定程度上促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。但是，教育水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的發(fā)揮效果還不夠穩(wěn)定，對(duì)朝陽(yáng)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的表現(xiàn)還不十分突出。從系數(shù)的正負(fù)關(guān)系、系數(shù)的大小關(guān)系可以發(fā)現(xiàn)，在教育水平顯著的影響下朝陽(yáng)區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速。然而，如果短期教育指標(biāo)能更好地與之匹配，朝陽(yáng)區(qū)的擬合系數(shù)相對(duì)較高，朝陽(yáng)區(qū)教育水平對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期效應(yīng)將更為明顯[4]。

3.1.2 人均GDP值對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響

人均GDP值對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響而言，人力資本模型的結(jié)果與實(shí)證結(jié)果基本一致。朝陽(yáng)區(qū)人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值擬合系數(shù)為負(fù)，如果繼續(xù)對(duì)“后發(fā)優(yōu)勢(shì)”展開研究，未來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值時(shí)間區(qū)間的負(fù)向影響完全符合“后發(fā)優(yōu)勢(shì)”。實(shí)證結(jié)果表明，擬合系數(shù)反映了北京市朝陽(yáng)區(qū)相對(duì)較大的負(fù)區(qū)間，這是具有高可靠性的經(jīng)驗(yàn)分析結(jié)論。這也可以用來(lái)解釋北京市朝陽(yáng)區(qū)人均GDP增長(zhǎng)率差距趨于穩(wěn)定的“后發(fā)優(yōu)勢(shì)”，但朝陽(yáng)區(qū)無(wú)論從絕對(duì)值還是人均GDP增長(zhǎng)率都可以看出其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率較為顯著。

3.1.3 投資率在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的影響

投資率的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與人力資本模型的檢驗(yàn)非常相似。投資率對(duì)朝陽(yáng)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)揮著關(guān)鍵性作用，且在積極的推動(dòng)下，檢驗(yàn)結(jié)果十分顯著，這也體現(xiàn)了朝陽(yáng)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的差異。因此，從模型試驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，北京市朝陽(yáng)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面。一方面，教育對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。盡管教育水平的提高對(duì)朝陽(yáng)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沒(méi)有明顯的影響，但與短期教育水平相比，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有明顯的影響。另一方面，與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的投資率相比，投資率起著關(guān)鍵性作用，對(duì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著積極作用。

3.2 基于人力資本流動(dòng)的朝陽(yáng)區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)策

3.2.1 改變?nèi)肆Y本觀念

人口的過(guò)快增長(zhǎng)會(huì)降低人力資本投資的平均水平，同時(shí)不利于國(guó)民素質(zhì)的提高。因此要重視素質(zhì)教育，在北京疏解非首都功能的情況下，培養(yǎng)好當(dāng)?shù)厝瞬?，提高人口素質(zhì)，以使得地區(qū)人口在合理的范圍內(nèi)，同時(shí)擁有高素質(zhì)人才促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

3.2.2 促進(jìn)人力資本合理流動(dòng)

在人力資本價(jià)值實(shí)現(xiàn)過(guò)程中，可以及時(shí)從人力資本流動(dòng)銀行中找到雇主需要的人才，降低雇員和雇主相互尋找中損失的流動(dòng)成本和時(shí)間成本。通過(guò)電視、網(wǎng)絡(luò)、報(bào)紙等中介組織，定期向企業(yè)、事業(yè)單位和人力資本個(gè)人發(fā)布有效、準(zhǔn)確的就業(yè)信息，提出提高人力資本流動(dòng)效率的對(duì)策和建議，并對(duì)其積極實(shí)施。

4 結(jié)語(yǔ)

本文主要探討了人力資本流動(dòng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，以北京朝陽(yáng)區(qū)為研究對(duì)象，在分析了朝陽(yáng)區(qū)人力資本流動(dòng)現(xiàn)狀及人力資本存量的基礎(chǔ)上，對(duì)人力資本流動(dòng)對(duì)朝陽(yáng)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)展開了實(shí)證分析，并運(yùn)用回歸方程分析人力資本流動(dòng)對(duì)朝陽(yáng)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。